Astrología y Ajedrez: replicando un estudio observacional de 1990

Hacía tiempo que no publicaba nada que no fuera anunciar eventos o cursos. Tengo tantos artículos traducidos para publicar y tan poco tiempo. Tengo pendiente replicar mi experimento de carta A o B (y hacerlo en condiciones de máximo rigor metodológico) y espero no demorarme. Honestamente, mi prioridad actualmente está en todas aquellas personas que acompaño como psicólogo (en mi proyecto Ser Contigo) y como astrólogo (en Cosmograma).

No obstante, aprovechando una ventana de tiempo libre he estado explorando la investigación que siempre presento como la más sólida hasta la fecha –lo que no implica que la astrología esté demostrada– y que ya publicamos en Astrología Experimental en 2013. Recomiendo leer previamente dicha investigación pues en la que hoy presento he ido directamente al grano. La investigación clásica (Christophe de Cène & J.-P. Nicola) reportó, en grandes listados de ajedrecistas, exceso de conjunciones Mercurio-Saturno en orbes estrechos (0-4°), con una tendencia a que la oposición ganase presencia al ampliar el orbe (hasta ~11-18°). Aquella investigación incluyó controles razonables para su época: comparación de la frecuencia astronómica de conjunciones y oposiciones, desplazamientos generacionales de las fechas de nacimiento y comprobaciones frente a aglomeraciones temporales.

Así pues, he aprovechado que han pasado muchos años desde el estudio original (por lo que tenemos una nueva generación de talentos) y he explorado si volvíamos a replicar el resultado. He optado por una muestra de 96 jugadores y he explorado un nuevo intervalo de orbes (18-30). Como ocurre con este tipo de trabajos, estamos ante un estudio observacional, transversal y, como veremos, de replicación parcial, con análisis descriptivo e inferencial sobre la frecuencia de aspectos Mercurio–Saturno en la élite ajedrecística. La hipótesis principal también evalúa exceso de conjunciones y una disminución de oposiciones dentro de orbes predefinidos (los cuales mostrarían una tendencia ascendente para conjunciones y descendente para oposiciones) frente a un nulo geométrico simple.

Los resultados son bastante sugerentes aunque no podemos concluir nada sólido, solamente seguir investigando, y vale la pena pues en todas mis lecturas jamás había visto nada más prometedor. Y es que esta nueva muestra repite el punto fuerte de la investigación previa: exceso de conjunciones Mercurio-Saturno en la élite ajedrecística y defecto de oposiciones, aunque en la oposición no se muestra el degradado anticipado según el orbe.

MÉTODO

La muestra procede del listado oficial FIDE Top Lists (https://ratings.fide.com/top_lists.phtml?list=open). A partir de dicho muestra vigente se excluyeron, por un lado, posibles duplicados con listas históricas empleadas en réplicas previas y, por otro, un caso sin fecha de nacimiento verificable. La muestra final quedó en n = 96 ajedrecistas.

Para el cálculo astronómico se obtuvieron las longitudes eclípticas tropicales de Mercurio y Saturno en la fecha de nacimiento con el software de la web de http://www.cosmograma.com el cual usa efemérides actualizadas y gran fiabilidad. Dado que las horas de nacimiento no están disponibles, se empleó el estándar sin hora (UT 00:00). La repercusión esperable de esta decisión es despreciable en Saturno y, en Mercurio, inferior a 1-2° por día; aun así, se advierte que casos próximos al límite del orbe podrían recategorizarse al variar la hora.

Se definieron como variables de interés los aspectos conjunción (≈0°) y oposición (≈180°). La hipótesis principal se evaluó en las intervalos de orbe 0-4°, 4-11° y 11-18°; adicionalmente, se informa un intervalo exploratorio 18-30° que no formó parte de la hipótesis original y cuyo resultado debe leerse con prudencia.

La presentación de resultados combina una gráfica y una tabla. La gráfica muestra el porcentaje sobre el total de la muestra (n = 96) que cae en cada intervalo de orbe, con barras azules para conjunción y rojas para oposición; es decir, no representa proporciones internas respecto a cada aspecto a cada intervalo de orbes, sino porcentaje sobre el conjunto de jugadores. La tabla detalla, para cada aspecto e intervalo, las ocurrencias absolutas, su porcentaje sobre n, el valor esperado bajo un modelo nulo simple y el p-valor del contraste binomial de una cola (hipótesis de exceso).

El modelo nulo que adoptamos es geométrico. Si la separación angular entre dos planetas puede tratarse como aproximadamente uniforme en [0°, 180°], la franja ±18° alrededor de 0° (conjunción) o de 180° (oposición) ocupa el 10 % del semicírculo (p₀=0,10). Para los totales calculados en 0–30°, el ancho de cada franja pasa a ser 30/180 = 1/6 ≈ 16,7 % (p₀=0,1667) por aspecto, y la unión conjunción u oposición en 0–30° es 60/180 = 1/3 ≈ 33,3 % (p₀=0,3333). Este nulo es transparente para una primera aproximación; como mejora, contrastaríamos con un nulo empírico por permutación/simulación condicionado a los cumpleaños reales. En palabras llanas: imagina la distancia Mercurio–Saturno como una ruleta de 0° a 180°. Con azar puro, caer a menos de 18° de 0° (conjunción) o de 180° (oposición) sería 1 de cada 10 veces. Si ampliamos la ventana a 30°, entonces cada una de esas franjas se pisa 1 de cada 6 veces (≈16,7 %), y conjunción u oposición juntas 1 de cada 3 (≈33,3 %). Ese es el metro patrón para decidir si observamos “más o menos de lo normal”. La realidad puede no ser perfectamente uniforme; por eso proponemos después un nulo empírico que respete la distribución real de nacimientos.

En el plano inferencial, y de acuerdo con la hipótesis direccional, aplicamos tests binomiales unilaterales en 0–30°: para conjunción contrastamos exceso (cola derecha, H₁: p > 16,7) y para oposición defecto (cola izquierda, H₁: p < 16,7), ajustando el error familiar con Holm al tratarse de dos contrastes primarios. Todas las proporciones se acompañan de intervalos de confianza del 95 % de Wilson, más estables que el Wald clásico con tamaños moderados y proporciones alejadas de 0,5.

RESULTADOS

La gráfica debe leerse recordando que cada barra indica el porcentaje sobre n. Así, que la barra de conjunción 0-4° se sitúe en torno a 7,29 % significa que 7 de 96 jugadores presentan esa configuración; no es la fracción de conjunciones dentro del intervalo de toda la conjunción, sino la fracción de toda la muestra. Con esta escala, el perfil visual que emerge es nítido: las conjunciones aparecen globalmente más frecuentes en el rango 0–30° de lo que cabría esperar si el azar (bajo el nulo geométrico) fuese la única fuerza en juego; las oposiciones, en cambio, aunque muestran una ocurrencia inferior a la esperada como se predijo (aunque en el estudio anterior se refería a orbes estrechos y no en general), no muestran un patrón ascendente claro al abrir el orbe. Además, la tabla revela una gran cantidad de conjunciones también en la franja 18–30°.

Los valores de tabla precisan ese panorama. Se contabilizan 23 casos (23,96 %) de conjunción (0-30º). El esperado bajo el nulo geométrico para 0–30° es p₀ = 30/180 = 0,1667 (esto es, 16,7 % ≈ 16 de 96). El test binomial unilateral (cola derecha) da p = 0,0422, compatible con un exceso pequeño pero significativo frente al nulo más exigente de 0–30°. El IC95 % de Wilson para esta proporción es ≈ [0,17; 0,33] (17–33 %), lo que ofrece una cota de precisión razonable. Éste es un rango plausible para el porcentaje “real” en la población, calculado con un método que, si se repitiera muchas veces, acierta ~95 de cada 100. No significa “95 % de probabilidad de que este valor esté dentro”, sino que el procedimiento produce intervalos que contienen el valor real en el 95 % de los casos. Un rango más estrecho implica mayor precisión.

En cuanto a la oposición (0-30°) se observan 6 casos (6,25 %), con esperado 16,7 % ≈ 16 de 96 bajo p₀ = 0,1667. El binomial unilateral (cola izquierda) arroja p = 0,0021, indicando un déficit significativo de oposiciones respecto al azar. El IC95 % de Wilson es ≈ [0,029; 0,130] (2,9–13,0 %), coherente con un valor inferior al esperado.

DISCUSIÓN

Los resultados aconsejan entusiasmo prudente. El exceso de conjunciones Mercurio-Saturno en orbes estrechos reaparece en una muestra actual y bajo un criterio estadístico explícito, en línea con la pauta descrita en la década de 1990. Esta convergencia no equivale a una verificación definitiva —la inferencia es observacional—, pero sí configura una señal consistente que supera un contraste nulo sencillo y, por ello, merece ser examinada con metodologías más exigentes. En cambio, la ausencia de un gradiente claro en la oposición —que su frecuencia aumente al ampliar el orbe— no reproduce la sugerencia original. Este desacople puede reflejar cohortes distintas, tamaños muestrales reducidos por intervalo o simple fluctuación aleatoria; discriminar estas opciones requiere los análisis adicionales que proponemos.

Un rasgo singular de esta réplica es el intervalo 18-30°. La presencia de nueve conjunciones en ese intervalo interrumpe el descenso esperado más allá de 18° y admite dos lecturas: o bien una prolongación de la señal observada en orbes estrechos hacia orbes algo más amplios, o bien una variación muestral sin significado específico, más verosímil cuando el recuento por casilla es limitado. Dirimir entre ambas interpretaciones exige pre-registrar un plan de sensibilidad de orbes (por ejemplo, 3°, 4°, 6°, 8°, 18° y 30°) y contrastar los resultados frente a un nulo empírico que respete la estructura temporal real de los nacimientos.

LIMITACIONES

Conviene precisar lo que estos resultados no implican. No demuestran causalidad ni avalan ningún determinismo astrológico sobre el rendimiento ajedrecístico. Constituyen una fotografía de la élite en 2025, dependiente de un corte temporal concreto y de la disponibilidad/fiabilidad de los datos biográficos; su validez fuera de esta población —sub-élite, aficionados, otras épocas o contextos culturales— no está establecida. Además, la evidencia se apoya en contrastes estadísticos e IC95%, que informan compatibilidad e incertidumbre, no mecanismos explicativos.

El nulo geométrico utilizado (separación angular aproximadamente uniforme en [0°,180°]) es útil como primera referencia, pero aproximado: las retrogradaciones de Mercurio y la lenticidad de Saturno pueden desplazar ligeramente los p₀. La incertidumbre horaria introduce posible recategorización en casos cercanos al umbral del orbe; su efecto es pequeño en Saturno y moderado en Mercurio, pero no nulo. La selección de un Top-100 puntual puede reflejar cohortes y países específicos, y hubo exclusiones por datos incompletos. En términos inferenciales, la hipótesis principal es direccional y se prueba con dos tests unilaterales en 0–30° (exceso de conjunción, defecto de oposición); por tanto, el control del error familiar debe aplicarse (p. ej., Holm).

FUTURO

De estas cautelas deriva un programa de trabajo claro. Primero, construir un nulo empírico que conserve los cumpleaños reales y baraje posiciones planetarias, o bien simule efemérides condicionadas por año/mes; así se obtienen p-valores para conjunción, oposición e intervalo sin asumir uniformidad ideal. Segundo, realizar una sensibilidad pre-registrada de orbes (p. ej., 3°, 4°, 6°, 8°, 18°, 30°) y de hora (00/12/24 UT), informando porcentaje de recategorización y estabilidad de los hallazgos. Tercero, contrastar por intervalo la relación conjunción vs. oposición con pruebas χ² o exactas, reportando n por casilla y aplicando Holm–Bonferroni si se multiplican contrastes. Si se exploran variables adicionales (p. ej., Mercurio en Capricornio, predominio de Tierra, Top-20 vs. 21–100, décadas de nacimiento), es imprescindible pre-registrar qué se testará y con qué umbrales. Finalmente, la transparencia es clave: publicar listados, fechas, hoja de cálculo y, cuando proceda, código facilitará réplicas independientes y fortalecerá —confirmando o matizando— la interpretación de la señal observada.

En conjunto, el balance es epistemológicamente prudente: observamos convergencia parcial con la tradición (exceso de conjunciones), una divergencia en oposiciones que requiere explicación, y un indicio exploratorio en 18–30° que exige confirmación. La actitud adecuada es seguir acumulando evidencia con controles superiores, manteniendo un optimismo crítico: lo visto es sugerente, pero su significado último dependerá de nuevas réplicas y de un análisis más fino del azar y de la estructura temporal que subyace a las fechas de nacimiento en la élite ajedrecística.